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EL CANAL DE TRANSMISIÓN DE LAS TASAS DE INTERÉS
EN LA POLÍTICA MONETARIA DE MÉXICO
Armando Sánchez Vargas,* Ignacio Perrotini Hernández,**
Gabriel Gómez,*** Jonathan Bruno Méndez Méndez****
RESUMEN
El objetivo de este artículo es determinar empíricamente los principales canales de transmisión de
las tasas de interés en México. Lo anterior se lleva a cabo mediante la especificación y estimación
de un modelo VAR estructural cointegrado (SVAR) que captura los mecanismos de transmisión entre
las tasas de interés de México en el corto y en el largo plazos. Los resultados econométricos sugieren que el mecanismo de transmisión de las tasas de interés en México sigue dos canales claramente
definidos y que el papel monopólico de las instituciones de crédito desempeña un papel fundamental en la determinación del traspaso entre las tasas de interés.
Palabras clave: banca central, cointegración, crédito, tasa de interés, política monetaria.
Clasificación JEL: E50, E54, E58.
ABSTRACT
This paper aims to determine empirically the main transmission channels between short-term and
long-run interest rates in the Mexican economy. Econometric results, obtained from a structural
cointegrated VAR model, point out two clearly defined channels of transmission. Moreover, monopolistic credit institutions in the local market appear to play a fundamental role in the transmission
mechanism of interest rates.
Key words: central banking, cointegration, credit, interest rate, monetary policy.
Classification JEL: E50, E54, E58.

Fecha de recepción: 14/12/2012. Fecha de aceptación final: 27/02/2012.
* Investigador titular de tiempo completo del Instituto de Investigaciones Económicas (IIEc)
de la UNAM, [email protected]
** Profesor de tiempo completo de la División de Estudios de Posgrado de la Facultad de
Economía de la UNAM, [email protected]
*** Profesor titular de tiempo completo de la Facultad de Estudios Superiores (FES) Acatlán
de la UNAM, [email protected]
**** Profesor de la División de Estudios de Posgrado de la UNAM, [email protected]
[133]
134 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
INTRODUCCIÓN
El objetivo de este artículo es determinar empíricamente los principales canales
de transmisión de las tasas de interés en México. Específicamente, se estudia
cómo se propagan los efectos de los choques de política monetaria en el mercado
de dinero mexicano por medio de las tasas de interés.
Lo anterior se lleva a cabo mediante la especificación y estimación de un modelo VAR estructural cointegrado (SVAR) que captura los mecanismos de transmisión
entre las tasas de interés de México en el corto y en el largo plazos. Para investigar
las interacciones dinámicas entre las distintas tasas de interés se requiere probar
la presencia de relaciones de largo plazo en un ámbito multivariado, identificar el
espacio de cointegración y modelar las interacciones contemporáneas de interés.
Los resultados econométricos sugieren que el mecanismo de transmisión de
las tasas de interés en México sigue dos canales relevantes. Uno muestra que la
tasa de fondeo afecta directamente la tasa interbancaria y ésta, a su vez, afecta
positivamente la tasa de los CETES, y esta última a la de los UNIBONOS. Un segundo canal muestra que la tasa interbancaria afecta positivamente también las tasas
bancarias activa y pasiva. Se encontró que la tasa interbancaria tiene un efecto
positivo sobre el rendimiento de los títulos gubernamentales. Lo anterior puede
estar asociado con el papel monopólico que desempeñan las instituciones de crédito en la adquisición primaria de las colocaciones de títulos gubernamentales
(Levy y Mántey 2004). Otro hallazgo relevante es que se aprecia un efecto menor
de la tasa interbancaria sobre la tasa de interés pasiva, lo que está relacionado
con la relativa inelasticidad de los depósitos y el presunto oligopsonio bancario
en México.
Este artículo está organizado de la siguiente manera. La siguiente sección
presenta la teoría de la política monetaria y sus canales de transmisión. La sección 2 discute la política monetaria en México. La sección 3 presenta la evidencia
empírica y la 4 discute los resultados. Para terminar, se presentan las conclusiones y un anexo estadístico.
1. SOBRE LA POLÍTICA MONETARIA Y LOS CANALES DE TRANSMISIÓN
Las acciones de la banca central pretenden influir en los precios y en las cantidades en el mercado de dinero (Díaz, 1997). En este marco, uno de los instrumentos
más eficaces del banco central es la tasa de interés de corto plazo, con la cual se
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 135
puede incidir no sólo en otras tasas de interés de más largo plazo, sino también
en el nivel de la oferta y la demanda agregada en la economía. La eficacia de la
política monetaria estará dada por la sensibilidad de las tasas de largo plazo ante
cambios en la de corto término. Es importante conocer la dirección y la magnitud
de la trasmisión entre las tasas de interés para poder hablar de eficacia de la política monetaria, tanto en el mercado de dinero como en el de productos.
Los canales de transmisión de la política monetaria han sido objeto de
múltiples investigaciones y debates (Mishkin, 1995). De manera convencional, un banco central genera, mediante operaciones de mercado abierto, variaciones en la tasa nominal que, debido a rigideces más o menos profundas,
se traducen en cambios de la tasa real en diferentes plazos. Esto último tiene
efectos también en la demanda y posteriormente en el producto y los precios.1
Lo anterior sucede debido a que el aumento del valor del dinero encarece el financiamiento, reduce el consumo y la inversión, aumenta el ahorro financiero
y reduce la presión sobre los precios.
Cabe destacar que el mecanismo anterior supone tan sólo el intercambio directo
de deudores y acreedores y no se considera explícitamente la presencia de intermediación financiera, que podría implicar que hay otros canales de transmisión, como
el llamado canal del crédito (Bernanke, 1983). Este canal de transmisión de la política monetaria implica que se consideren, además del financiamiento directo,
la existencia de financiamiento indirecto (bancario).2 Dentro de este canal, donde
las imperfecciones del mercado desempeñan un papel fundamental, hay dos mecanismos que explican la relación entre la política monetaria y el financiamiento
indirecto; éstos son: a) el balance de la empresa, y b) el préstamo bancario.
El mecanismo que se refiere al balance de la empresa (Bernanke y Gertler,
1989; Cecchetti, 1995) se basa en la idea de que el valor de la empresa depende
de sus flujos de efectivo y de sus activos y de cómo ambos se ven afectados por
movimientos en las tasas de interés; un aumento de las mismas reduce el valor
En general, las tasas de mediano y largo plazos dependen, entre otros factores, de la expectativa de las tasas de interés de corto plazo en el futuro. Los cambios en las tasas de interés de corto
plazo realizadas por el banco central pueden repercutir en toda la curva de rendimientos de la
estructura a plazos de las tasas de interés. La política monetaria será más efectiva en la medida en
que pueda afectar, con el manejo de una tasa de interés de muy corto plazo, toda la estructura de
tasas de interés, en particular a las de más largo plazo, relevantes para las decisiones de inversión y
de consumo de bienes durables.
2
Sin considerar la intermediación financiera, la variación de las tasas de interés determina cuáles proyectos se deben financiar de acuerdo con su rentabilidad esperada; con intermediación, los
proyectos rentables pueden no ser financiados debido a la incapacidad de las empresas para acceder
a recursos bancarios.
1
136 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
del capital, lo cual opera en contra de su acceso al crédito y puede inducir a los
directivos a tomar proyectos riesgosos.3 Este caso típico de riesgo moral conduce
al problema de la selección adversa al solicitar crédito bancario, lo que a su vez
lleva a que el banco, en principio, aumente la tasa de préstamo en una proporción
superior al aumento de la tasas de referencia (Bernanke, 2007) y, finalmente, niegue los recursos (racionamiento de crédito). Lo anterior es de vital importancia
para economías con problemas de información y mercados incompletos, pues la
dependencia de los recursos bancarios implica que el efecto del aumento de las
tasas sea más pronunciado para las empresas nuevas y pequeñas.4
El mecanismo del préstamo bancario se refiere a la oferta de recursos de
los intermediarios financieros. Una política monetaria contraccionista reduce las
reservas bancarias, lo que incrementa el costo marginal de otorgar préstamos
(Bernanke y Blinder, 1988).5 Este hecho restringirá la oferta de fondos del sector
bancario, ya sea por aumento del precio o por reducción de la cantidad directamente (Stiglitz y Weiss, 1981). El aumento de las tasas de interés también tiene
el efecto de atraer proyectos de mayor riesgo, lo que incrementa el costo de administración (monitoreo), que se manifiesta en el incremento del margen de
intermediación y en el racionamiento. Como es lógico, este mecanismo afectará
más a los agentes que dependan del financiamiento indirecto para su operación;
además, en un sector bancario oligopólico los intermediarios otorgarán crédito
a tasas relativamente altas a pesar de que el costo marginal de otorgar nuevos
créditos sea constante.
De lo anterior se desprende que el efecto de la política monetaria, los cambios en las tasas de interés de referencia, es magnificado por las imperfecciones
en los mercados financieros. En este sentido, la concentración que generalmente
hay en los sistemas bancarios tiende a generar condiciones que afectan la com3
De acuerdo con la teoría de la q de Tobin, cuando el valor de una empresa es menor que el
costo del capital habrá desinversión. La información asimétrica refuerza este efecto, pues el acceso
de una empresa al financiamiento dependerá de sus garantías, que a su vez están definidas por el
valor de toda la empresa. Por lo tanto, un aumento de las tasas de interés reduce el valor de las
acciones y también la capacidad de endeudamiento.
4
Este mecanismo ayuda a explicar por qué una contracción monetaria puede ser más prolongada que lo que indicaría la elasticidad de la demanda respecto de la tasa de interés. En este sentido,
también es posible comprender que la respuesta a los movimientos de ésta puede ser asimétrica;
una contracción económica originada por la disminución de la tasa de interés no se compensará por
un aumento en la misma proporción de ésta, si es que la contracción dañó considerablemente a las
empresas.
5
En términos estrictos, lo que se obtiene es un costo marginal creciente de conseguir fondos
externos para el crédito, lo cual es un requisito necesario para contraer el crédito en una industria
bancaria competitiva (Kashyap y Stein, 1994).
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 137
petencia, lo cual podría originar incrementos en las tasas de préstamos y racionamiento (Galbis, 1982), así como monopsonio en la captación de depósitos (Levy
y Mántey, 2004).
De esta forma, la especificidad del ambiente en el que se desempeñan los intermediarios bancarios implica que el aumento en la tasa de interés de muy corto
plazo lleve al incremento más que proporcional de la tasa activa, con el consecuente aumento del margen de intermediación y la contracción del crédito y el nivel de
actividad económica. No obstante, la tasa de interés activa que cobran los bancos
tiene límites conceptualmente bien definidos; Stiglitz y Weiss (1981) mostraron
que el nivel de la tasa de préstamo está asociado con el riesgo de crédito debido a
los problemas de selección adversa y al riesgo moral. Por ello, la tasa de préstamo
debe tener un nivel adecuado para maximizar la recuperación de los créditos.
Como se mencionó, hay otros canales de transmisión de la política monetaria que se disparan cuando el banco central modifica las tasas de interés.6 Puede
decirse que no hay consenso acerca del efecto preciso de los choques monetarios, en parte debido a los problemas con las series de tiempo de las variables
financieras (tasas de interés, tipos de cambio) que emergen de la medición de los
choques de política monetaria como de la reacción endógena de los mercados
financieros ante perturbaciones no identificadas a priori. De ahí, según Gerlach
y Smets (1995), la dificultad de identificar con exactitud las discrepancias en los
mecanismos de transmisión de la política monetaria en los diversos países, al
menos con estimaciones econométricas. Gerlach y Smets (1995) utilizan un modelo macroeconométrico de vectores autorregresivos estructural (con producto,
precios y tasas de interés de corto plazo) para escrutar la eficacia de la política
monetaria en los países que conforman el G-7 durante los ciclos económicos
registrados entre mediados de los años ochenta y la primera mitad de los noventa; no encuentran diferencias importantes del efecto de las políticas monetarias
estandarizadas sobre el producto y la inflación para Alemania, Canadá y Estados
Unidos. Los efectos sobre el producto en Francia e Italia son aún menores, acaso
como resultado de la ausencia de un canal “significativo” de tipo de cambio. Para
Japón y Reino Unido encuentran efectos intermedios con relación a los otros
miembros del G-7. Las estimaciones de Gelach y Smets, por cierto, omiten considerar las turbulencias de los mercados cambiarios, las cuales fueron importantes
en el periodo que analizan.
El mecanismo más conocido es el efecto sobre el tipo de cambio. Un incremento en las tasas
internas puede inducir una preferencia por activos nacionales respecto a los del exterior, lo cual
conduciría a una apreciación cambiaria con los consabidos efectos sobre el gasto agregado y la
balanza de pagos y la inflación (cf. Capraro y Perrotini, 2012).
6
138 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
Por el contrario, Cecchetti (1999) argumenta que en varios países de Europa
las diferencias en las estructuras financieras son causas próximas de asimetrías
nacionales en el mecanismo de transmisión de la política monetaria. Estas diferencias en las estructuras financieras resultan de las diferentes estructuras legales
y contribuyen a que los cambios en la tasa de interés se propaguen hacia el nivel
del producto. Por ello, Cechetti (1999) sugirió que, antes de la introducción de
una moneda única deberían armonizarse las estructuras legales a fin de evitar que
persista la discrepancia de estructuras financieras y de los mecanismos de transmisión de la política monetaria.
Finalmente, Weber et al. (2009) intentan desentrañar el enigma de la naturaleza mixta de los estudios empíricos del canal de transmisión de la política monetaria; ellos argumentan que los resultados obtenidos en la literatura especializada
no han sido concluyentes porque se concentran en los efectos de los canales de
transmisión específicos. Al estudiar los mecanismos de transmisión globales, Weber et al. (2009) encuentran que los “hechos estilizados” de la política monetaria
son válidos y que, por tanto, la política monetaria tradicional sigue siendo efectiva en la Unión Europea.
2. POLÍTICA MONETARIA Y TASAS DE INTERÉS EN MÉXICO
Como consecuencia de la crisis financiera de finales de 1994, el Banco de México
se vio obligado a cambiar radicalmente la política monetaria, dado que fue imposible proseguir con un régimen cambiario semifijo en virtud del agotamiento de
las reservas internacionales. Hacia finales de 1995, con tipo de cambio flotante
y la consecuente imposibilidad de utilizarlo como ancla de la inflación, el banco
central optó por instrumentar la política monetaria mediante el uso de un objetivo
respecto a las cuentas corrientes de los bancos.
En este esquema, la política monetaria neutral equivale a proveer la liquidez necesaria a tasas de mercado para que las cuentas corrientes de los bancos
finalicen el periodo establecido en el objetivo del banco central, es decir, en
cero. La política expansiva supone que el objetivo del banco central es mayor
que cero y la política restrictiva lo supone inferior a cero (Banco de México,
2007). Este último era conocido como corto. Cuando el banco dejaba corto al
mercado, proveía la liquidez faltante a una tasa superior a la de mercado, lo
cual presionaba las tasas de corto plazo al alza. Conviene aclarar que el uso del
objetivo cuantitativo implica que el banco central no fija la tasa de interés de
referencia.
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 139
En 2001 el Banco de México anunció formalmente que adoptaría el modelo de
metas de inflación, aun durante la vigencia del esquema del corto. Esta forma
de conducir la política monetaria se apuntaló en 2003 y, paulatinamente, conforme la inflación y las tasas fueron reduciéndose, se llevó a cabo la transición
hacia el objetivo de una tasa de interés de muy corto plazo.7 En enero de 2008 se
hace realidad el cambio del objetivo y la tasa de fondeo bancario a un día (tasa de
corto plazo) se convierte en el objetivo del banco central para conducir la política
monetaria, sustituyendo al corto. De esta forma, de 2001 a 2007 el Banxico instrumentó su política mediante un esquema de metas de inflación con un objetivo
cuantitativo en lugar de una tasa de interés.
Durante este periodo, el sistema financiero en general y el bancario en particular fueron consolidando las características que lo definen actualmente. En efecto,
en 2001 el Banco Nacional de México fue adquirido por Citicorp y, con ello, los
bancos más importantes del país se convirtieron en filiales de bancos del extranjero;
es un hecho que los bancos se han fortalecido financieramente y cuentan con un
nivel de capitalización saludable, pero este fortalecimiento ha ido acompañado de
una reducción en la canalización de crédito, grandes utilidades y un elevado nivel
de concentración (Hernández Trillo, 2006), que sugiere conductas oligopólicas.
3. METODOLOGÍA Y MODELO ESTIMADO
A continuación, describimos las pruebas estadísticas utilizadas para determinar el
mecanismo de transmisión entre las tasas de interés en México. Básicamente se
usa la metodología de SVAR o VAR estructural. De esta manera, presentamos la
estimación del modelo SVAR aplicado para encontrar el mecanismo de propagación
de las tasas de interés de relevancia en México. En general, la batería de pruebas
utilizadas implica no sólo presentar las relaciones de las ecuaciones de cointegración de las variables sugeridas, sino también imponer las restricciones
en la matriz de covarianzas de la forma reducida del modelo VAR para calcular
las correlaciones contemporáneas entre las tasas de interés.
En presencia de raíces unitarias, la estructuración de un modelo VAR puede
generalizarse en tres etapas distintas. La primera consiste en la especificación
adecuada del modelo VAR (VECM), lo cual implica seleccionar el número óptimo
de rezagos, determinar el rango de cointegración y el tipo de polinomio determi7
A partir de 2004 se estableció como objetivo un nivel mínimo para la tasa de interés de fondeo a un día.
140 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
nístico asociado, así como identificar el espacio de los vectores de cointegración
(Johansen, 1995). La finalidad de este procedimiento es determinar los vectores
de cointegración que muestren los mecanismos de transmisión que operan entre
las tasas de interés, tal como se observa en la gráfica 1.
Donde LTFF es la tasa que afecta exógenamente el mecanismo de propagación, la cual se aproxima mediante la tasa de interés de fondos federales de Estados Unidos. LTFB es la tasa de fondeo bancaria de México; LTIB es la tasa
interbancaria mexicana; LCETES28 es la tasa de los CETES a 28 días; LTP es la tasa
bancaria pasiva, que es el costo porcentual promedio (CPP); LTA es la tasa bancaria activa, que es la tasa de interés de crédito a los hogares, y LUNIBONOS es la
tasa de los UNIBONOS. Todas las tasas de interés están expresadas en logaritmos
naturales.8
Gráfica 1
LTFB
LTFF
LTIB
LTP
LCETES
LTA
LUNIBONOS
Gráfica 2
INPC y tasas de interés seleccionadas 2000-2007
(porcentajes)
20.00
TIIE ¬a¬28 ¬días
18.00
Fondeo ¬bancario
16.00
14.00
Udibonos ¬10
12.00
Cetes ¬28
10.00
CPP
8.00
INPC
6.00
Tasa ¬activa
4.00
2.00
8
Ene ¬2000
Mar ¬2000
May ¬2000
Jul ¬2000
Sep ¬2000
Nov ¬2000
Ene ¬2001
Mar ¬2001
May ¬2001
Jul¬2001
Sep ¬2001
Nov ¬2001
Ene ¬2002
Mar ¬2002
May ¬2002
Jul¬2002
Sep ¬2002
Nov ¬2002
Ene ¬2003
Mar ¬2003
May ¬2003
Jul¬2003
Sep ¬2003
Nov ¬2003
Ene ¬2004
Mar ¬2004
May ¬2004
Jul¬2004
Sep ¬2004
Nov ¬2004
Ene ¬2005
Mar ¬2005
May ¬2005
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Sep ¬2005
Nov ¬2005
Ene ¬2006
Mar ¬2006
May ¬2006
Jul¬2006
Sep ¬2006
Nov ¬2006
Ene ¬2007
Mar ¬2007
May ¬2007
Jul¬2007
Sep ¬2007
Nov ¬2007
0.00
Las series utilizadas provinieron de la fuente de datos que proporciona el Banxico.
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 141
El mecanismo de transmisión que proponemos en este artículo y que pretendemos validar estadísticamente es el siguiente: la tasa de interés exógena influye
en la LFTB y ésta afecta directamente a LTIB. LTIB, a su vez, transmite su efecto
por tres vías: cambios en LTP, en LTA y en LCETES28. Los CETES a 28 días afectan
finalmente a los LUNIBONOS.
La segunda etapa es la referente a la estructuración del modelo. Usamos el modelo VAR en su forma de corrección de error (VECM) para identificar las relaciones
de corto plazo asociadas entre las tasas de interés a fin de encontrar los residuales
estructurales en la matriz de covarianzas del sistema. Así, tenemos que el punto de
partida es la estructuración del VAR cointegrado que muestre la representación del
mecanismo que persiguen las tasas de interés, de la siguiente manera:
H t, LTF = b11 et , LTF
a21 H t, LTF + H t , LTIB = b22 et , LTIB
a32 H t , LTIB + H t , LCETES 28 = b33 et , LCETES 28
a43 H t , LCETES 28 + H t, LUNIBONOS = b44 et , LUNIBONOS
a52 H t , LTIB + H t, LTA = b55 et , LTA
a62 H t , LTIB + a65 H t, LTA + H t,LTP = b66 et , LTP
Para obtener las relaciones contemporáneas entre las tasas de interés, usamos la
matriz de varianzas y covarianzas de la matriz del modelo VAR en su forma de corrección de error. Además, se requiere imponer el siguiente conjunto de restricciones
teóricas basadas en el mecanismo de transmisión entre las tasas de interés propuesto
en la gráfica 1. De tal forma que la matriz A y B se determinan de la siguiente forma:
AH t
0
ª1
«a
« 21 1
« 0 a32
«
0
«0
« 0 a52
«
¬« 0 a62
0
0
0
0
0
0
1 0
a43 1
0 0
0
0
1
0
0 a65
0º ª H t , LTF º
»
«
0»» « H t , LTIB »
0» « H t , LCETES 28 »
»
»«
0» «H t , LUNIBONOS »
0» « H t , LTA »
»
»«
1¼» ¬« H t , LTP ¼»
Bet 0 0 º ª et , LTF º
ªb11 0 0 0
»
«
«0 b
0 0
0 0 »» « et , LTIB »
22
«
« 0 0 b33 0
0 0 » « et , LCETES 28 »
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«
« 0 0 0 b44 0 0 » «et , LUNIBONOS »
« 0 0 0 0 b55 0 » « et , LTA »
»
»«
«
0 b66 ¼» ¬« et , LTP ¼»
¬« 0 0 0 0
142 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
Estas restricciones se basan en las que teóricamente se han impuesto en los
vectores de cointegración. De esta manera, a continuación expresaremos las restricciones impuestas a los vectores de cointegración, los cuales permitirán determinar la validez del mecanismo hipotético:
E * [ E1* , E 2* , E3* , E 4* , E5* ] [ E ' , E 0' ] E1
H11
ª0
«0
«
«0
«
«0
«1
«
«1
«0
«
¬«0
0
0
0
0
0
0
1
0
H1I1 , E 2
0º
0»»
0»
»
0» 1
H2
0»
»
0»
0»
»
1¼»
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«0
«
«0
«
«0
«1
«
«0
«0
«
¬«0
H 2I2 , E 3
0
0
0
0
0
0
1
0
0º
0»»
0»
»
0» 1
H3
0»
»
0»
0»
»
1¼»
H 3I3 , E 4
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«1
«
«0
«
«0
«1
«
«0
«0
«
¬«0
0
0
0
0
0
0
1
0
H 4I4 , E 5
0º
0»»
0»
»
0» 1
H1
0»
»
0»
0»
»
1¼»
ª0
«0
«
«0
«
«1
«1
«
«0
«0
«
¬«0
H 5I5 0
0
0
0
0
0
1
0
0º
0»»
0»
»
0» 1
H1
0»
»
0»
0»
»
1¼»
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«0
«
«1
«
«1
«0
«
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«
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0
0
0
0
0
0
1
0
0º
0»»
0»
»
0»
0»
»
0»
0»
»
1¼»
Finalmente, se puede validar el efecto que tiene cada una de las variables en
el corto plazo mediante las gráficas de las funciones impulso-respuesta. En la
siguiente sección se reportan los resultados de la estimación de los modelos VAR
y SVAR planteados.
4. RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN
Para el análisis econométrico estimamos un modelo VAR correctamente especificado con variables no estacionarias del periodo 2000-2007. Se utilizaron series
mensuales de las siguientes tasas de interés nominales: tasa de fondos federales
de Estados Unidos (LTFF), tasa de fondeo bancario de México (LTFB), la tasa
interbancaria (LTIB), CETES a 28 días (LCETES28), tasa de los UNIBONOS (LUNIBONOS), la tasa activa bancaria (LTA) y la tasa pasiva bancaria (LTP), cada una en
logaritmos. El modelo incluye constante y tendencia:
Yt = A0 + A1 Yt-1 + A2 Yt-2 + A3 Yt-3 + A4 Yt-4 + A5 Yt-5 + A6 Xt + A7 T + A8 Dt + et
Donde Yt = [LTFBt, LTIBt, LCETES28t, LUNIBONOSt, LTPt, LTAt]; Yt-1, …, Yt-5 son
las variables endógenas rezagadas; Xt = [LTFF]; T es la tendencia determinística y
Dt son las variables dummy incluidas en el modelo.
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 143
Los resultados de las pruebas de raíces unitarias se muestran en el apéndice
estadístico. El número de rezagos incluidos en el modelo se basan en criterios de
información; estos criterios son el de Hannan-Quinn, la prueba Godfrey-Portmanteu y la prueba LR (la última ajustada a una muestra pequeña como lo sugiere
Sims [1980]). Dichas pruebas se reportan en el apéndice estadístico.
Posteriormente, se procede a la prueba para el rango de cointegración propuesta por Johansen. El estadístico de la traza muestra la existencia de cinco vecCuadro 1
Prueba de la traza para el rango de cointegración ( r )
r
Const.
Tendencia
Estadístico
90%
0
m0
ab1
217.49
110.42
1
m0
ab1
132.12
83.20
2
m0
ab1
85.74
59.14
3
m0
ab1
49.32
39.06
4
m0
ab1
25.61
22.76
5
m0
ab1
9.96
10.49
Nota: la hipótesis nula se acepta cuando el valor calculado es< al valor de tablas.
mo= Constante sin restringir en el VAR; ab1 = tendencia restringida en el VAR.
La combinación lineal de ambas dan como resultado: tendencia lineal en el VAR y en el VC.
95%
114.9
87.31
62.99
42.44
25.32
12.25
99%
124.75
96.58
70.05
48.45
30.45
16.26
Cuadro 2
Prueba de la tendencia polinomial (r DADO):
m0 = m0
m0 = m0
m0 = ab0
m0 = 0
H0
; m1 = ab1
; m1 = 0
; m1 = 0
; m1 = 0
m0 =m0
m0 =m0
m0 =m0
m0 =m0
HA
; m1 = m1
; m1 = m1
; m1 = m1
; m1 = m1
Prueba
2.982
14.013
16.876
24.577
GL
2
6
8
12
Nivel Sig.
0.225
0.029
0.031
0.017
m0 = m0
m0 = ab0
m0 = 0
; m1 = 0
; m1 = 0
; m1 = 0
m0 =m0
m0 =m0
m0 =m0
; m1 = ab1
; m1 = ab1
; m1 = ab1
11.031
13.894
21.595
4
6
10
0.026
0.031
0.017
m0 = ab0
; m1 = 0
m0 =m0
; m1 = 0
2.863
2
0.239
m0 = 0
; m1 = 0
m0 =m0
; m1 = 0
10.564
6
0.103
m0 = 0
; m1 = 0
m0 =m0
; m1 = 0
7.701
4
0.103
Nota: la hipótesis nula se acepta cuando el nivel de significancia es > 0.05.
En esta prueba se tienen cinco tipos de modelos; se va a discriminar de acuerdo con una prueba de hipótesis.
Se van a poner a prueba los cinco modelos. En este caso se tomó el modelo m0=m0;m1=ab1; quiere decir: tendencia lineal en el
VAR y en el vector de cointegración.
144 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
tores de cointegración (Johansen, 1988), lo cual valida el mecanismo propuesto,
en términos del número de vectores requeridos.
En el cuadro 2 se presenta la prueba de determinación conjunta del rango de
cointegración y de tendencia polinomial sugerida por Johansen (1992).
Los resultados muestran, utilizando un rango de cointegración igual a cinco
y un nivel de significancia de 5%, que la especificación del modelo debe incluir
constante y tendencia tanto en el modelo VAR como en las relaciones de cointegración. Las ecuaciones de cointegración estimadas son:
Cuadro 3
Vectores de cointegración
CONST
TEND
LTFB-LTIB=
0.01692
2.519249
LTIB-LTA=
0.03242
2.893439
LTIB-LTP=
0.01280
2.504515
LTIB-LCETES28=
0.01725
2.516452
LCETES28-LUNIBONOS=
0.01569
2.084065
Prueba LR para sobre-identificación: x-cuadrada[5]=8.39863, p-value=0.13559.
Para fortalecer el análisis del rango de cointegración se utilizó un procedimiento de iteraciones creado por Hansen y Johansen (1993). La gráfica 2 representará el resultado de esta prueba, misma que avala lo obtenido por la prueba de
la traza, indicando la estabilidad de los cinco vectores de cointegración.
Las dos pruebas de estabilidad del rango de cointegración indican que en el
rango 5, hay estabilidad; asimismo, la prueba de estabilidad del espacio de cointegración también indica que es estable.
De esta manera, podemos validar el comportamiento de largo plazo entre las
variables del modelo, el cual es el punto de partida para la estructuralización del
modelo como primera aproximación.
Para poder inferir las relaciones de corto plazo entre las variables, se estimaron las interacciones contemporáneas de interés, asociadas con el mecanismo
propuesto inicialmente. Los coeficientes obtenidos están asociados a las restricciones de las matrices A y B, en función a la estructuralización de las ecuaciones
que determinan cada parte del mecanismo de transmisión de las tasas de interés.
Se utilizó una estructura sobreidentificada en relación con el planteamiento
del mecanismo de transmisión para la descomposición de la matriz de varianzascovarianzas de los choques estimados por el VAR. Finalmente, se valida la prueba
de las restricciones impuestas mediante una prueba LR (véase el cuadro 5).
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 145
Gráfica 3
Estabilidad del rango de cointegración: modelo-R
Nivel de significancia= 95%
2.00
1.75
1.50
Eje Y
1.25
1.00
0.75
0.50
0.25
0.00
Abr
May
Jun
Jul
Ago
Sept
Oct
Nov
Dic
Ene
Feb
2007
Gráfica 4
Estabilidad del rango de cointegración: modelo-Z
Nivel de significancia= 95%
2.25
2.00
1.75
1.50
1.25
Eje Y
1.00
1.75
0.75
1.50
0.50
1.25
0.25
0.00
Apr
Abr
May
Jun
Jul
Aug
Ago
Sep
Sept
2007
Oct
Nov
Dic
Ene
Feb
Mar
Mar
146 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
Gráfica 5
Estabilidad de Sp(b)
Nivel de significancia= 95%
1.00
Z- Model
R- Model
Normal
Eje Y
0.75
0.50
0.25
0.00
A
M
J
J
A
S
O
N
D
E
F
M
2007
Los resultados confirman nuestros supuestos a priori acerca de las conexiones
de corto plazo entre las tasas de interés, donde el efecto entre las tasas es positivo,
según el mecanismo propuesto. El impacto de la tasa de fondeo es positivo respecto a la tasa interbancaria; a su vez, la tasa interbancaria afecta positivamente la tasa
de los CETES y ésta a la tasa de los UNIBONOS. Por otro lado, la tasa interbancaria
mueve positivamente también a las tasas bancarias, la activa y la pasiva.
La respuesta de LTIB ante un efecto de la LTFB, podemos observar que inicialmente es positiva, y cae en el primer mes, luego decrece rápidamente hasta
el tercer mes y una vez más cae a partir del quinto mes. El efecto se diluye en el
mes 16, completamente (véase la gráfica 7).
El efecto de la LTIB sobre LCETES28, como podemos observar en la gráfica 8,
es positivo en el corto plazo; cae rápidamente desde el primer mes hasta el quinto. Después permanece relativamente estable hasta el mes once. A partir del mes
catorce se comienza a diluir el efecto.
La respuesta de LTA ante un choque de LTIB es positiva en el corto plazo; posteriormente crece hasta el cuarto mes, donde empieza a decrecer hasta el mes 20.
Como se esperaba, una modificación en la tasa interbancaria tiene efecto positivo
en la tasa de préstamo, debido a la diferencia en el riesgo de contraparte y a la
diferencia en el plazo (véase la gráfica 9).
El choque de LTIB a LTP es positivo en el corto plazo; en el primer periodo
crece, pero posteriormente cae en los meses subsecuentes. El comportamiento
es irregular, pero siempre con pendiente negativa. Este efecto menor de la tasa
interbancaria sobre la pasiva está relacionado con la relativa inelasticidad de los
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 147
Cuadro 5
Coeficientes del SVAR
Parámetro Coeficiente
A ( 2, 1)
–0.7591
A ( 3, 2)
–1.2090
A ( 4, 3)
–0.2285
A ( 5, 2)
–0.0379
A ( 6, 2)
–0.6866
A ( 6, 5)
–0.2291
B ( 1, 1)
0.0684
B ( 2, 2)
0.0186
B ( 3, 3)
0.0170
B ( 4, 4)
0.0584
B ( 5, 5)
0.0117
B ( 6, 6)
0.0137
Error Est.
0.0269
0.0306
0.0841
0.0210
0.0250
0.1161
0.0048
0.0013
0.0012
0.0041
0.0008
0.0010
T-VALOR
0.3553
0.3679
0.1083
0.0115
0.2116
0.0111
0.4680
0.3043
0.4738
0.3662
0.0141
0.1666
Nivel sig.
0.0519*
0.0225
0.0039
0.0007
0.0129
0.0027
0.0684*
0.0186
0.0170
0.0584*
0.0117
0.0137
depósitos y el presunto oligopsonio bancario en México (Levy y Mántey, 2004).
Véase la gráfica 10.
Adicionalmente, hay un efecto de LTP respecto a LTA; éste es positivo a lo largo de seis meses. A partir del séptimo mes el efecto es decreciente y negativo hasta
el décimo mes, donde crece, pero con un efecto negativo (véase la gráfica 11).
La respuesta de LUNIBONOS es positiva en el corto plazo frente a un choque
de LCETES28; posteriormente disminuye en los siguientes tres meses, para recuGráfica 6
Impulsos-respuesta
Resp. of LTIB to LTFB
X 101
1.4
1.0
0.6
0.2
-0.2
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
148 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
X 101
Gráfica 7
Resp. of LCETES28 to LTIB
2.2
1.8
1.4
Eje Y
1.0
0.6
0.2
–0.2
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
Gráfica 8
Resp. of LTA to LTIB
X101
1.0
0.8
Eje Y
0.6
0.4
0.2
-0.0
-0.2
-0.4
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
perarse en el sexto mes hasta alcanzar su cima en el decimoprimer mes. Cae ligeramente en los meses subsecuentes. Por esto se encuentra lógica la transmisión
de una tasa de corto plazo a otra de plazo superior.
En resumen, la transmisión de la política monetaria entre instrumentos y plazos responde al esquema convencional mencionado en el trabajo, pero cabe resaltar las relaciones de la tasa interbancaria, que afecta el rendimiento de los CETES
y de manera diferenciada a las tasas bancarias de captación y colocación.
X101
Gráfica 9
Resp. of LTP to LTIB
1.2
1.0
0.8
0.6
0.4
0.2
0.0
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
Gráfica 10
Resp. of LTA to LTP
2
Y
e
jE
1
0
–1
–2
–3
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
0.8
0.4
–0.0
Eje Y
X101
Gráfica 11
Resp. of LUNIBONOS to LCETES28
–0.4
–0.8
–1.2
–1.6
–2.0
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
150 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
CONCLUSIONES
El mecanismo propuesto para analizar el traspaso entre tasas de interés, a partir
de la tasa de política monetaria, se cumple en términos generales.
Con base en los resultados de los impulso-respuesta conviene destacar:
• El movimiento en la tasa en la que incide el banco central, con su postura
de política monetaria, sí afecta en el sentido buscado la tasa interbancaria de
mayor plazo.
• En la relación de la TIB con el rendimiento del CETES, el efecto es amplio,
inmediato y duradero. Puede estar asociado al papel de los intermediarios financieros en la adquisición de esos valores gubernamentales.
• El diferente efecto de la TIB en las tasas activa y pasiva de la banca comercial. La respuesta de la tasa pasiva es primero, debido posiblemente a que
los pasivos suelen ser de menor plazo y, por lo tanto, más rápido su ajuste.
• Resulta interesante que la tasa interbancaria tenga un efecto positivo sobre el rendimiento del principal papel gubernamental; no obstante, esto
puede estar asociado con el papel prácticamente monopólico que desempeñan las instituciones de crédito en la adquisición primaria de las
colocaciones de títulos gubernamentales (Levy y Mántey, 2004).
• El efecto sobre la tasa activa es un poco menor; logra el máximo con
cierto rezago, pero se diluye antes, lo cual sugiere que hay activos con
tasas variables que se ajustan rápidamente, y activos con tasa fija que se
ajustan después.
• Además, la tasa pasiva afecta sustancialmente a la activa durante cinco
periodos, lo que puede indicar una estrategia de determinación de precios
con base en costos de captación. Aquí se presenta evidencia que apoya la
hipótesis del oligopsonio, ya que la tasa de préstamo no sólo se ve afectada por la interbancaria, sino por la tasa pasiva de la banca, lo cual sugiere
que ésta determina su tasas de préstamo para maximizar su beneficio,
dependiendo del nivel de las tasas de captación que, a su vez, parecen
menos sensibles a la política monetaria. El hecho de que la tasa bancaria activa se vea afectada por la interbancaria y la pasiva de los bancos
también puede relacionarse con el canal de transmisión del crédito, pues
el problema de información asimétrica que enfrenta la banca conduce a
efectos más amplios sobre su tasa activa.
• Por último, hay una relación entre el instrumento de deuda gubernamental de corto plazo y el de largo plazo (a tasa real); no obstante, el efecto
no tiene un patrón definido.
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 151
ANEXO ESTADÍSTICO
Cuadro 1
Pruebas de raíces unitarias
Variables
LTF
LTIB
LCETES28
LUNIBONOS
LTP
LTA
LLIBOR
Modelo
C
CyT
Nada
C
CyT
Nada
C
CyT
Nada
C
CyT
Nada
C
CyT
Nada
C
CyT
Nada
C
CyT
Nada
ADF
-2.20286
-1.80865
-1.09510
-2.38548
-1.75063
-1.41852
-2.32957
-1.88136
-1.17025
-1.70818
-2.87172
-1.14583
-2.27510
-1.68346
-1.39450
-2.27510
-1.68346
-1.39450
-1.57338
-1.61097
-1.13726
CV 5%
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88920
-3.45318
-1.94391
-2.88920
-3.45318
-1.94391
-2.88920
-3.45318
-1.94391
PP
-2.27522
-1.97404
-1.04573
-2.39737
-1.88758
-1.29037
-2.36819
-1.99385
-1.13890
-1.66755
-3.15130
-1.29014
-2.39271
-1.63895
-1.63444
-2.39271
-1.63895
-1.63444
-1.45228
-1.46327
-1.17077
CV 5%
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
-2.88893
-3.45276
-1.94388
0.52132
0.21859
CV 5%
0.46300
0.14600
0.64438
0.22909
0.46300
0.14600
0.53311
0.21459
0.46300
0.14600
1.07435
0.08113
0.46300
0.14600
0.61746
0.24645
0.46300
0.14600
0.61746
0.24645
0.46300
0.14600
0.23037
0.22549
0.46300
0.14600
KPSS
152 ECONOMÍA: TEORÍA Y PRÁCTICA • NUEVA ÉPOCA, NÚMERO 36, ENERO-JUNIO 2012
Cuadro 2
Pruebas de rezagos óptimos.
Prueba de la determinación del orden de rezagos AK= criterio de Akaike
Rezagos
1
2
3
4
5
LOG_L
2288.266
2384.229
2422.450
2466.242
2530.218
LR(k/k-1)
GL
42
42
42
42
42
NA
191.926
76.441
87.585
127.952
p-val.
LR(k/k-1)COR
NA
NA
0.0000
0.0010
0.0000
0.0000
136.105
48.962
50.089
64.394
p-val.
GL
42
42
42
42
42
AKAIKE
-42.201
-43.259
-43.185
-43.220
-43.651
NA
0.0000
0.2140
0.1830
0.0150
Cuadro 3
Significancia de los rezagos.
Prueba de Godfrey Portmanteau
Rezagos
1
2
3
4
5
Godfrey
494.76
381.551
392.617
601.051
762.657
Nivel de sig.
0
0
0
0
0
GL
180
180
180
180
180
Godfreycorr
235.253
155.239
132.797
162.048
153.279
GL
180
180
180
180
180
Nivel de Si.
0.004
0.909
0.997
0.827
0.926
Nota: la prueba de hipótesis es Ho: significativo, H1: no significativo.
Cuadro 4
Pruebas de diagnóstico.
Pruebas individuales del VAR
Ecuaciones
LTF
LTIB
LCETES28
LUNIBONOS
LTA
LTP
Prueba de normalidad
F-estadístico
Prob.
4.5941
[0.1006]
0.89982
[0.6377]
3.2757
[0.1944]
5.4359
[0.0660]
2.6601
[0.2645]
3.0453
[0.2181]
Prueba AR-LM
F-estadístico
Prob.
1.7188
[0.1365]
1.4473
[0.2161]
2.037
[0.0783]
1.1226
[0.3632]
1.7783
[0.1231]
1.0167
[0.4256]
Heterocedasticidad (ARCH)
F-estadístico
Prob.
0.23333
[0.9633]
0.11065
[0.9947]
0.22971
[0.9647]
0.16031
[0.9858]
0.2804
[0.9431]
0.24607
[0.9583]
Cuadro 5
Pruebas conjuntas del modelo
Supuesto
Prueba
Estadístico
Normalidad
Normality test
24.807
AR-LM test
1.3743
No autocorrelación
Heteroscedasticidad
hetero test
1391.2
* El nivel de significancia está al 10%. El modelo VAR estimado incluye cinco rezagos VAR(5)
Prob.
0.0158*
0.0417*
0.0424*
MÉXICO: TASAS DE INTERÉS Y POLÍTICA MONETARIA 153
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